本文運用計量和統計分析的方法，對1949—1978年中國大陸農業生產效率進行實證分析。分析結果表明，在不同的土地產權制度下，所激勵的生產要素投入量不同，從而農業總產出有較大不同；在投入相同的生產要素和政策要素下，農業的產出也有不同。綜合比較后認為：“所有權農民私有、合作或適度統一經營”是相對較好的制度。因為在這種制度下，能較大程度地激勵各生產要素的投入，土地和勞動等要素的利用率也較高，從而使農業總產值高速而穩定增長．

關鍵詞 土地產權制度 農業生產效率 面板數據分析

作者黃少安，1962年生， 山東大學經濟研究中心教授(濟南 250100)；孫圣民，1975年生，山東大學經濟研究中心博士生(濟南 250100)； 宮明波，1980年生， 山東大學經濟研究中心博士。

————————

一、引言

自1949年以來，中國大陸的農業取得了巨大發展，但也走過了一條曲折的路。據統計，1950—1978年的29年間，農業總產值年增長在10％以上的有5年，負增長的也有5年，增長速度低于2％，基本上處于停滯的有3年。①這種起伏，可能與勞動力、土地、化肥、役畜和農業機械等生產性投入有關，也可能與對農業生產和事業的財政投入、工農業產品價格差等政策因素有關，更重要的是，受到其間以土地產權制度為主的農業生產經營制度變遷的影響．本文就是試圖揭示這種影響。我們力圖盡量準確地定量分析，但是需要克服兩個困難：一是1949一1978年間有關統計數據的缺失，有關該期限內中國大陸農業生產效率的研究資料也比較少；二是土地制度對農業產出的影響雖然客觀存在，但是不能直接度量，從而不能對土地制度的效率做出評價。本文對1949一1978年影響農業產出的各種投入和政策因素進行了分析，進而分析出土地產權制度對農業產出的作用。

————————

① 參見李德彬、林順寶等編《新中國農村經濟紀事》(北京大學出版社，1989年)第l頁。

從理論上說，土地產權制度會從兩個方面影響土地產出。一是直接影響，即土地產權安排對人們的激勵不同，從而影響人們投入生產的人力、物力和財力；二是間接影響，是指在不同的產權制度下，即使投入相同數量的勞動力、生產資料等，也會有不同的產出。這是因為在不同的產權制度下，人們勞動的積極性以及使用生產資料的效率是不同的．本文嘗試對兩種影響進行定量分析．我們把以農村土地產權制度為主的農業生產經營制度變遷作為主線，可以根據普遍現象或總體特征，大體上將1949—1978年分為以下幾個典型階段(每一個階段都可能有更小的階段，或者有上一個或下一個階段的少量現象或特征存在，對此，本文不再做具體劃分和分析)：1949—1952年實施以“耕者有其田”為目標的土地改革，“土地改革”后的土地產權制度是土地分散私有、分散經營．它不同于“土地改革”前的“地主集中私有、農民在地主一定的統一規劃和支配下分散租佃經營”；1953—1958年實行對農業的社會主義改造階段，開始是政府引導、農民自愿參加的互助合作階段，產權制度還是“所有權農民私有、合作或適度統一經營”，后來在政府的強制下，基本上實行了“土地集體所有、集體統一經營”；1959—1962年實施強制性人民公社化階段，即土地變成了更大范圍內的公有——人民公社統一所有，公社統一經營；1963—1978年實行所謂的“三級所有、隊為基礎”，也就是劃小了公有的單位——由公社所有變為大多數耕地為生產小隊所有，同時劃小了經營單位——生產小隊統一經營。

我們嘗試運用計量分析的方法，對1949—1978年中國大陸農業生產效率進行實證分析，分析影響農業生產效率的各因素，如勞動力、土地、化肥、役畜和農業機械等投入變量，以及支持農業生產和事業的財政數量、農產品收購價格指數、農村工業品零售價格指數等政策變量對農業生產效率的影響。從而也能一定程度上分析不同土地產權制度對農業的影響。

本文先對此時間跨度內的農業生產效率分四個階段進行計量回歸，并對結果進行說明。在定量分析的基礎上得出結論，并且說明受到的啟示．

二、l949一1978年農業生產效率的計量分析

在下面的分析中使用的數據，包括中國大陸31個省、市、自治區中的28個在1949—1978年間的常規投入，如勞動力、土地、化肥、役畜和農業機械，以及農業產出數據。①此外，還包括產業政策導向因素，如支持農業生產和事業的財政支出數量、農產品收購價格指數、農村工業品零售價格指數等政策變量。由于無法得到各省、市、自治區各時期能夠代表農村土地產權制度變遷的數據，本文在計量中沒有將其作為一個自變量進行處理．關于資料具體出處和調整、換算的詳細情況在文章附錄中給出，這里僅列出數據處理的主要過程和結果。根據上文描述的中國大陸農村經濟發展的階段性，下面的分析也按如下四個時間段進行，即1949—1952年、1953—1958年、1959—1962年、1963—1978年。

本文中，農業產出使用的是農業總產值(y)，主要是糧食和經濟作物的產值，與之相近的一個概念本文也將用到，即農林牧漁業總產值(y1)，是指包括農業總產值(y)在內的農業、林業、牧業和漁業的合并值。

————————

① 數據主要來自國家統計局國民經濟綜合統計司編《新中國五十年統計資料匯編》 (中國統計出版社，1999年)，其中包括中國大陸最新區劃的31個省、市、自治區的數據，港、澳、臺除外。由于重慶市劃為直轄市時間較晚，并不在本文考察的時間跨度內，另外海南省和四川省由于個別重要數據不全(如缺失農業產值的連續時間序列，也沒有可以用來換算的相應的指數等指標，即使予以估計也將帶來較大誤差)，所以本文所用數據不包括這3個省份的數據。

投入數據中包括四種：土地、勞動、化肥、役畜和農業機械。土地(1)使用的是農作物總播種面積，而非糧食面積，因為農業產出中使用的農業總產值，主要是糧食和經濟作物的產值，而并非僅是糧食作物的產值，這樣可使土地投入和產出的衡量對象一致。

勞動(1ab．)指的是在糧食和經濟作物等種植業中的勞動者人數，而這個數據無法直接得到，本文根據鄉村從業人員(1ab)的數量進行了換算．鄉村從業人員中包括在種植業、動物飼養、漁業、林業等生產中的勞動者人數，為了得到種植業部門中的勞動力估計，鄉村從業人員按農作物產出占農業總產出的價值份額，即按農業總產值(y)占農林牧漁業總產值(y1)的份額，進行了加權。這樣可使勞動投入和產出衡量的對象一致．

化肥(fer)指的是化肥施用量(折純量)，由于各個時期化肥使用量數據的缺失，本文結合各省市自治區化肥產量和本地區化肥施用的變化規律，運用相應的方法對化肥施用量進行了換算。

役畜(m1)和農業機械(m2)中，本文將兩者換算為一個變量。役畜數是參照每年底大牲畜頭數來取得的，這是由于在1978年以前，中國大陸主要省份用于直接消費的大牲畜頭數，與用于耕作的役畜數相比比較小，可以忽略不計。當然個別省份情況比較特殊，所以做了特別處理。農業機械投入是以農業機械總動力來衡量的，這個數據可以直接獲得，部分缺失的數據，根據中國大陸在1970年以后才真正推進農業機械化的實際，并結合各省份已有的數據進行了換算。役畜的單位是頭，根據每頭役畜為o．7馬力的標準，將其換算為馬力數，一馬力相當于0．735千瓦，這樣一頭大牲畜相當于O．5145千瓦的農業機械動力數。①將役畜和農業機械的單位統一起來，并作為一個變量引入分析中去。

————————

① 這種換算比例由國家統計局建議采用，參見林毅夫《制度、技術與中國農業發展》 (上海三聯書店，1994年)第100頁．

產業政策導向因素，如支持農業生產和事業的財政數量(f)、農產品收購價格指數(p1)、農村工業品零售價格指數(Pi)等政策變量，均可以從資料中獲得．其中，支持農業生產和事業的財政數量，是指地方財政支出中支持農業生產和事業的數量，它是一個年度中用于本省份農業生產和事業發展的各種支付的歸并值，包括中央對地方農業的支付．農產品收購價格指數、農村工業品零售價格指數被引入，主要用來反映國家制定的農業產業政策，體現在農民出售農產品和購人用于農業生產的工業品的價格上，對農業生產效率的影響。

關于表1的說明：

(一)本文類似于生產函數法設定方程，用面板數據法(panel data)進行回歸。具體回歸方程為：

(五)在所有的回歸中，變量log(m’)均未通過90％的顯著性檢驗，表明該變量對產出影響很小。這可能是因為在數據換算中，用年底大牲畜頭數代表役畜數存在誤差，在將其與農業機械總動力加總后，由于農業機械總動力部分數據的不準確，將這種誤差放大了。另一種可能是，在1953—1978年經歷的三種農作制度，即對農業的社會主義改造、人民公社化、生產小隊體制，雖然從統一經營的意義上看，更有利于相對大型機械的使用，集體也可能更有能力購置機械，但是可能不利于農業中農業機械積極作用的發揮，機械的利用率低或者說對提高產出的作用有限．而1949—1952年實施土地改革階段，雖然是明確的土地等生產資料私有制，但由于役畜和農業機械的使用均相對較少，對產出影響不大，造成了其未通過顯著性檢驗。

(六)在1949—1952年的回歸中，作為變量的土地投入量，其影響的顯著性不高，表明在這個時間段中土地投入對產出影響很小，但在其他年份的回歸中，這個變量對產出的影響卻很大，這有兩個可能：(工)真實的情況就是這樣的； (2)1949—1952年數據不足，回歸不準確。后者可能性更大。

(七)可以看出，影響產出的最主要的因素是土地、勞動、化肥使用量。另外，財政支持農業數也是影響產出的一個因素。

(八)四個時間段比較來看。若不考慮1949—1952年，在1963—1978年化肥使用量的產出彈性最大；1953—1958年次之，1959—1962年最小。在1959—1962年，土地投入的產出彈性最大；1953—1958年次之；1963—1978年土地投入的產出彈性最小。在1953—1978年，勞動投入的產出彈性基本上保持穩定，但在1953—1958年產出彈性最大。在1953—1962年，財政支持農業數對產出的影響不顯著，但在1963—1978年，這一變量的影響增加很大。

(九)若不考慮1949—1952年中數據不足帶來的問題，在這個時間段中，勞動投入的產出彈性在四個時間段中最大．

(十)另外，經過計算，結果說明人力資本引發的勞動力投入變動對產出的影響極小，在回歸分析中可以不考慮人力資本因素對結果影響．

對表2的說明：除了1949—1952年的常數項不能通過90％的t檢驗以外，其余可以通過檢驗。

下面的表3是相應年份和變量的全國數據，由于資料中給出的數據不全，其中的斜體字為估計數值(估計方法與附錄中相同)，加粗字體為1949—1952、1953—1958、1959—1962和1963—1978四個時間段中，數據較全的典型點數據，本文將在下面的分析中使用這些數據，配合前面的計量結果進行進一步討論。

為了便于觀察和分析，可以依據表3計算出不同時間段、也就是不同產權狀態下的要素投入增長率和農業產出增長率，列為表4。

對表3和表4的分析：

1949—1952年農業總產值出現迅猛增長，年平均增長率達到13．81％．土地投入、化肥施用量和農業動力投入有較大幅度提高，年平均增長率分別達到工4．94％、183．33％和27．46％．但勞動投入下降了2173萬人，年均下降4．06％．投入農業的勞動力減少可能與當時的戰爭和支援戰爭占用大量人力有關。化肥和農業機械(1952年僅為18萬千瓦，只相當于當年動力總數的O．04％)等投入絕對數量十分小．還有一點需要重視：此期間國民經濟、包括農業，具有明顯的恢復性質，從長期戰爭和動亂時期轉入經濟建設．因此，無論是要素投入的增加還是產值的增長，都是恢復性的，與相應的產權制度相關度不可高估。

1953—1958年農業總產值和各生產要素投入均穩定增長，農業總產值年平均增長率達1．36％．勞動、土地、化肥年均增長2．03％、1．11％、89．20％，土地和農業動力投入僅在1958年稍有下降(因為大規模“工業化”)。化肥和農業機械(1957年僅為121萬千瓦，只相當于當年動力數的2．73％)等技術因素投入絕對數量上相對落后。這一階段，雖然要素投入增長速度和產值增長速度都不是很快，但是增長平穩。而且，經過幾年恢復性增長后，可用于增加的要素已經很有限，帶有技術性的要素又很缺乏，再加上國家的工業化開始明顯占用更多資源。所以，從要素增加速度和產出增加速度看，這一階段都不是很快，但是不等于投入和產出的比率不高。

1959—1962年農業總產值出現大幅波動，可以看出1959年和1960年農業總產值銳減，分別比上年下降12．19％和5．80％，1961年雖有好轉，但只是比1958年稍有提高(另外一種說法是農業總產值在1959、1960年和1961年分別下降了14％、12％和2．5％)。1959—1962年4年勞動力平均比1958年減少2％，土地年平均投入比1958年減少5％，化肥年均增加4．3％，農業動力年均增加3。5％。農業產出年均下降5．6％．

顯而易見，伴隨著人民公社化運動(產權的“一大二公”)的是嚴重的農業危機。勞動力和投入農業生產的勞動力都減少(大量非正常死亡、因饑餓不能勞動或外出盲目流動)，土地大量拋荒．作為當時農業動力投入主要內容的役畜數量下降(1959一1962年分別為7912、7336、6949、7020萬頭)。化肥施用量也出現大幅度波動，往年迅速增長的態勢已經趨緩．這種現象的出現，可以說與自然災害有關，但是更多的是產權制度的人為變化——人為提高公有化程度的影響．

與之相應，1959、1960年和1961年支持農業生產和事業的財政數量(f)出現大幅上揚，農產品收購價格指數(P1)上升，并拉大了與農村工業品零售價格指數(Pi)的差距。這是在國民經濟困難時期財政對農村、農業和農民救災性的政策。從前面的計量分析結果可知，前者對農業生產的回升有效，后者可能無效。

1963—1978年農業總產值和要素投入增長相對平穩。農業總產值年均增長7．03％，化肥、農業動力和財政支持的年增長率分別為49．84％、17．1％和16。45％，要遠大于勞動和土地的年均增長率2．09％和0。47％，其中農業動力投入的增加主要源于農業機械化的推廣。和前面三個階段相比，在勞動和土地增長較小的情況下(在一倍的增幅以下)，化肥、農業動力和財政支持的數量卻增長了數倍。這一階段的土地產權制度是在經歷了經濟嚴重挫折后調整過的“三級所有、隊為基礎”。在該制度下，可以看出，土地和勞動力投入雖然仍在增長，但是遠遠趕不上化肥和農業動力的增長速度．我們可以認定：在這種制度下，有利于農業機械的推廣和運用——因為是大集體，既有能力(相對于分散私有)購置農業機械，也便于使用機械(相對分散經營)。但是，有一點很明確：農業機械和化肥投入數倍的增長，遠遠沒有換取農業產值應有的增長，至少可以說，這些投入在當時的產權制度下利用率很低．

為了比較相同或可比較的生產要素投入情況下，各時間段相應土地制度下的產出情況，可利用已經求得的4個回歸方程(每時間段一個，包括各自的常數項)，分別將表3中4個典型點(分別采自4個時間段中)：1952、1957、1962年和1965年的各投入要素和政策變量數值，分別代人4個回歸方程中，得出16個農業總產值數量。也就是假定分別把1952、1957、1962年和1965年度的投入要素分別投入4個階段不同的產權制度下，觀察產值，然后對不同制度做比較和評價。這種方法類似于反歷史事實計量法(新經濟史學的方法)。下面的表5是檢驗和比較的結果。

關于表5的說明：

(一)應該對所有年度的數據加以檢驗，之所以只選擇表5中4個年度的數據，是因為其余年度數據缺乏，有一些是估計的，如果全部使用，會增加不準確性。

(二)作為回歸結果的農業總產值，和表3中相應時間段內實際產值有差異是正常的，因為求解回歸方程時使用的數據是省際數據，表3中的農業總產值是全國的數據。

(三)表中括號內的數值，是根據波德(Borda)計算法①，按各行數據大小，分別賦予一個權數，如產值最大賦予4，較大賦予3，較小賦予2，最小賦予l。最后一行是各時間段縱向的權數之和。

(四)由于1949—1952年的回歸中存在部分未能通過檢驗的誤差，所以其排序和權數也會有一定誤差。其余時間段的估計和賦值相對比較準確。

從表5中可以看出，在投入相同的生產要素和政策要素下，不同階段上的土地產權制度不同，從而農業產出不同。按綜合得分來看，在投入相同的生產要素和政策要素下，1953—1958年的農業總產值最大，1963—1978年最小，1959—1962年和1949—1952年居中。這里體現了不同土地產權制度對農業增長的影響．

需要說明，借用這種方法，只能大體說明問題，大體顯示了制度優劣，不具有準確性。

通過以上的大致比較，發現1963—1978年間的產權制度比1958—1962年間的產權制度還要差(相對于農業增長而言)，人們可能覺得不可信或不好理解。其實也是可以解釋和理解的。因為“公社統一所有、統一經營”真正存在和發揮作用的時間極短，1958—1962年間，特別是1959—1962年間，已經是特殊的時期了，既不是“公社統一所有、統一經營”的制度(因為實際上已經不起作用)，也不是“三級所有、隊為基礎”，反映的要素投入和產值變化情況不完全是“公社統一所有、統一經營”下的情況。但是，1959—1962年的狀況又確實是1958年制度的結果，因而在上面分段時，把這幾年歸為一段，即“公社統一所有、統一經營”。

三、結論和啟示

以中國大陸1949一1978年土地產權制度與農業生產要素投入和農業產出的相關性為研究對象，通過計量和統計分析，可以得出以下結論：

————————

① 這是讓一夏爾·波德(Jean-Charles de Borda)于1781年提出的一種表達偏好強度的方法。參見喬．B．史蒂文斯《集體選擇經濟學》(上海三聯書店、上海人民出版社，1999年)第199頁。

(一)不同階段的不同產權制度，對人們投入土地、勞動、化肥等生產要素的激勵程度確實不同(剔出了一些該剔除的因素以后得到的結論)。這是直接影響。

(二)如果投入相同的或者可比的生產要素，在不同的產權制度下，要素的利用率不同。這是間接影響。

(三)綜合考察和分析各時間段不同土地產權制度對農業的直接和間接影響，可以認為：“所有權農民私有、合作或適度統一經營”是相對較好的制度。因為在這種制度下，能較大程度地激勵各生產要素的投入，單位土地和勞動等要素對產出的貢獻率也較高，從而使農業總產值高速而穩定增長。

通過以上對歷史的分析，引發了我們多方面的思考．對我們思考中國農村土地制度現狀和演變方向的啟示如下：

中國土地制度與經濟增長和發展的相關性，是非常值得研究的。1949年或者更早一些至今的中國大陸土地制度的變化，就非常具有研究的理論和實際意義。這種研究現在不是多了、透了，而是不夠。本文只是在數據不太全面的情況下對1949—1978年間不同土地產權制度對農業經濟增長的影響進行了計量分析．但這種有限的研究對認識我國土地產權的歷史、現狀和思考土地產權制度進一步變革還是有重要啟示的。歷史上的“農民分散私有、分散經營”制度曾經短期內使要素投入及其利用率都有大幅提高。以保留農民土地私有權、自愿合作開始的合作化運動，卻以土地公有(確切地說是公社所有)、公社統一經營結束，從非常有利于要素投入和農業增長開始，到使農業陷于危機結束。人們可能會作如下假設：如果合作化運動一直在保留農民所有權和自愿前提下進行，可能是一個理想的制度演進路徑。但是歷史不能假設，“三級所有、隊為基礎”的產權安排已經是危機后不得不做出的“退讓”了，這個時期平均的農業總產值增長率并不低，可是，要素投入后的利用率卻很低，中國人民在較高的年增長率背景下一直未能解決溫飽問題。

家庭承包制的“集體統一所有、農民家庭分散經營”是中國大陸農村土地產權制度的重大創新，其短期的重大作用已經被事實證明。但是其局限性在上個世紀80年代中后期已經顯現。它與1949—1952年的制度有類似：都是分散經營，農民都有了屬于自己的土地產權。但是不同的是：那時農民有所有權，而家庭承包制下農民沒有(盡管農民可能一定程度上有所有權幻覺，也確實在一定程度上有了所有權的權能和收益)。對這種產權矛盾或模糊的狀況，黃少安曾經在1995年的一篇文章中有所揭示和解釋——農民沒有所有權，卻能拿承包的土地人股、獲得土地股權、分享股權收益，當時把這種情況稱為“準土地股權”①。值得重視的是，上個世紀80年代中后期開始的農業中的股份合作制確實類似上個世紀50年代的股份合作制(1953—1958年間的前期)．只是80年代的農民沒有法律和實際上的完全的土地所有權。

2003年實施的《中國農村土地承包法》賦予承包地以物權保護、允許轉讓，是否還是介于有無所有權之間?給農民一個不完整的土地所有權或有一定的所有權幻覺和現實，是否是現階段可行的產權安排(中國特色的農業土地產權制度)?如果農民擁有現有土地的全部所有權，是否可行、有何利弊?對于這些問題，是需要認真研究后才能給與答案的．這可能需要重大的理論創新。就政策操作層面提出建議時，我們需要更加慎重．不過我們有理由認為(歷史也可以告訴我們)：保留所有權(哪怕是不完整的所有權或非真正意義上的所有權)，實行自愿前提下的適度統一經營，走上股份制或股份合作制的農場式經營，可能是中國農業土地產權制度和農業經營組織形式的理想而可行的變革方向。

————————

① 黃少安：《從家庭承包制的土地經營權到股份合作制的“準土地股權”——理論矛盾、形成機理和解決思路》，《經濟研究》1995年第7期。

附錄：

A． 關于農業總產值(y)的換算。農業總產值是本文計量中的一個重要變量，在國家統計局國民經濟綜合統計司編么新中國五十年統計資料匯編》中，河北省、 內蒙古自治區、廣東省和廣西壯族自治區等4個省份中缺失了1949—1978年的農業總產值的數據，北京市缺失了1949—1956年、遼寧省和上海市缺失了1949—1951年、福建省缺失了1949年、湖北缺失了1966—1969年和1974—1978年、海南省缺失了1949—1969年、西藏自治區缺失了1949—1958年的農業總產值的數據．個別省份也缺失了農林牧漁業總產值(y1)的部分數據． 由于資料中已經給出了缺失數據年份的相應農業總產值的指數值，所以本文在分析中對部分重要的農業總產值數據，根據相應指數進行了換算。但是由于資料中所給農業總產值和指數指標間，進行換算也會存在誤差(據有關統計部門的解釋，是國家對各省份數據宏觀調整的結果)，所以本文對部分缺失的農業總產值，進行了盡可能少的換算。對估算后誤差較大的樣本點，在盡量不影響計量分析的情況下予以舍棄．

B． 關于化肥施用量的換算．對于各省份某個時期缺失的化肥使用量數據，本文結合相應年份全國化肥施用量、全國化肥產量， 以及各省市自治區化肥產量和本地區化肥施用的變化規律，運用相應的方法對化肥施用量進行了換算．全國化肥施用量、全國化肥產量的有關數據和分析如下：

表中所列數據中全國化肥產量和用量均來自國家統計局國民經濟綜合統計司編《新中國五十年統計資料匯編》，個別化肥施用量數據缺失，使部分“用量／產量”和“今年用量／去年用量的比值”數值需要估算．對各省份化肥施用量進行的估算，主要依據其當年的化肥產量，盡量保持各個省份數據的有效性．在這個前提下，同時對有部分化肥施用量點數據的情況，根據其省份化肥施用量已有數據的規律進行了折算；對化肥施用量無典型點數據、且數據序列缺失較多的情況，主要依據全國化肥施用量的部分規律進行了折算。

C． 關于農業機械總動力的估算。下面表中，對國家統計局國民經濟綜合統計司編《新中國五十年統計資料匯編》中，給出的全國農業機械總動力 (單位：萬千瓦)、年底大牲畜頭數(單位：萬頭)數據進行了計算(僅有典型點數據，并沒有完整的時間序列數據)。其中農業機械總動力／年底大牲畜頭數的比值，是根據一頭大牲畜相當于0．7馬力 (一馬力相當于o．735千瓦)來換算的，這樣一頭大牲畜相當于0．5145千瓦的農業機械動力數。這種換算比例由國家統計局建議采用，見于林救夫著《制度、技術與中國農業發展》，第100頁，上海三聯書店1994年11月第l版。

本文在計量分析中，將年底大牲畜頭數近似估計為當年的役畜數，并將農業機械總動力與之歸并在一起，作為生產性投入進行計算。從上表中，可以看出1952年的農業機械總動力數相對于年底大牲畜頭數，是可以忽略不計的， 中國大陸農業機械化的推廣主要是在1970年以后展開的。 因此，對部分省份缺失的1952年農業機械總動力數，本文將其數值估算為o(實際情況也確實如此，個別省份擁有的1949—1952年農業機械總動力的數據，數量級十分小)．考慮到農業機械是一種耐耗品，不會因一次性投入而消失，所以參照全國增長的趨勢，各省份的農業機械總動力也會出現持續增長的趨勢。因此，對于擁有較多典型點數據的省份，本文對其缺失的農業機械總動力數值直接進行了估算。對于缺失農業機械總動力數據較多的省份，考慮到資料中給出的全國相關數據也是點數據的情況，所以又根據下表進行了換算：

說明：個別省份數據的換算用如下方法，先用省際農作物播種面積除以全國農作物總播種面積，得到一個百分比，再用全國農業機械總動力乘以這個百分比。在得到各省市自治區上述相應年份的農業機械總動力點數據后，根據原來已有的部分數據，換算得到其它數值。

D． 關于鄉村從業人員數據的換算。國家統計局國民經濟綜合統計司編《新中國五十年統計資料匯編》中，有部分省份的鄉村從業人員數據缺失， 由于在1949—1978年間中國大陸鄉村中的第二產業和第三產業并不發達(中國大陸的鄉鎮企業和農村服務產業主要是在1978年改革開放以后才發展起來的)， 鄉村從業人員主要指的是鄉村在第一產業中從業的人員，所以從業人員按照產業劃分，第一產業中從業人員數量十分接近鄉村從業人員數。對于部分省份缺失的鄉村從業人員數據，本文用第一產業從業人員進行了近似替代。個別省份還出現了上述兩個連續數據均缺失、只有鄉村從業人員或第一產業從業人員點數據的情況，本文用各省份農業年底總人口的增長比率作為依據，推算出了相應年份的鄉村從業人員的數值．

E． 關于農作物總播種面積的換算。湖北省、河北省和浙江省等3個省份缺失了部分農作物總播種面積的數據，本文根據各省同年的糧食面積的變化率為依據，對部分農作物總播種面積進行了換算。

中國社會科學院、中央檔案館編《1949—1952中華人民共和國經濟檔案資料選編》農業卷，社會科學文獻出版社，1991年；王琢、許浜：《中國農村土地產權制度論》，經濟管理出版社，1996年。